PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
914 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
ARTIGOS
PERFIL DOS CONSUMIDORES DE
MATERIAL DE LEITURA NO BRASIL
Kaizô iwaKami Beltrão • milena Piraccini DuchiaDe
RESUMO
Foi ajustado um modelo linear generalizado à probabilidade de aquisição de material de leitura com dados da Pesquisa de Orçamento Familiar 2008-2009 do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística – IBGE. As variáveis explicativas foram idade, sexo, anos de estudo, ser estudante, renda familiar, escolaridade da pessoa de referência e área geográfica. A variável dependente foi o evento da aquisição de diversos tipos de material de leitura. O principal achado foi a existência de descontinuidade nas probabilidades de aquisição de material de leitura como função dos anos de estudo: indivíduos com pelo menos um ano de curso superior se diferenciam dos demais. Outro fator importante é o acesso via existência de canais de comercialização. O efeito da existência de estudante na família parece ser restrito a livros didáticos. O estudo confirma resultados observados por outros autores: diferenciais entre os sexos, mesmo controlando por nível socioeconômico, educação e idade.
MATERIAL DE LEITURA • DADOS ESTATÍSTICOS • MEIO CULTURAL • CONSUMO
PROFILES OF CONSUMERS OF
READING MATERIALS IN BRAZIL
ABSTRACT
A generalized linear model was adjusted to the probability of the Brazilian
population to acquire reading materials based on data from the National Household Budget Survey of 2008-09 of the Brazilian Institute of Geography and Statistics – IBGE. The explanatory variables were age, gender, years of schooling, being a student, family income, schooling of the head of the household, and a geographic indicator. The dependent variable was the event of the acquisition of various kinds
of reading materials. The main findingwas the discontinuity in the probability of
acquisition of reading material as a function of years of schooling: persons with at least one year of higher education differ from others. Another important factor
is the access to such reading material through marketing channels.The effect of a
student in the family seems to be restricted only to textbooks. The study confirms results observed by other authors: the differentials between the sexes, even when controlled for socioeconomic level, education and age.
READING MATERIALS • STATISTICAL DATA • CULTURAL ENVIRONMENT •
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16 915
http://dx.doi.org/10.1590/198053143825
PROFIL DES CONSOMMATEURS DU
MATÉRIEL DE LECTURE AU BRÉSIL
RÉSUMÉ
Un modèle linéaire généralisé a été ajusté à la probabilité d’achat de matériel de lecture en utilisant des données de l’Enquête sur le Budget des Familles 2008-09 de l’Institut Brésilien de Géographie et Statistiques – IBGE. Les variables explicatives ont été les suivantes: âge, sexe, nombre d’années d’étude, statut d’étudiant, revenu familial, niveau de scolarité de la personne de référence et zone géographique. La variable dépendante a été l’événement de l’achat de divers types de matériel de lecture. Le résultat principal a montré une discontinuité dans les probabilités d’achat du matériel de lecture en fonction du nombre d´années d’étude, les individus ayant au moins un an d’études universitaires se différenciant des autres. Un autre facteur important est l’achat par l’intermédiaire de chaînes de commercialisation. L’effet de la présence d’un étudiant dans la famille ne semble concerner que les livres didactiques. L’étude confirme les résultats déjà observés par d’autres auteurs: des différentiels entre les sexes même en contrôlant les effets des niveaux socio-économique, d’éducation et d’âge.
MATÉRIEL DE LECTURE • DONNÉES STATISTIQUES • MILIEU CULTUREL •
CONSOMMATION
PERFIL DE LOS CONSUMIDORES DE
MATERIAL DE LECTURA EN BRASIL
RESUMEN
Se ajustó un modelo lineal generalizado a la probabilidad de adquisición de material de lectura con datos de la Encuesta de Presupuesto Familiar 2008-09 del Instituto Brasileño de Geografía y Estadística –IBGE. Las variables explicativas fueron: edad, sexo, años de educación, ser estudiante, renta familiar, nivel educativo de la persona de referencia y área geográfica. La variable dependiente fue el hecho de adquirir diversos tipos de material de lectura. El principal hallazgo fue la existencia de discontinuidad en las probabilidades de adquisición de material de lectura en función de los años de estudio: sujetos con al menos un año de educación superior se diferencian de los demás. Otro factor importante es el acceso a través de la existencia de canales de comercialización. El efecto de la existencia de estudiante en la familia parece restringirse a los libros didácticos. El estudio confirma los resultados observados por otros autores: diferenciales entre sexos, incluso controlando por nivel socioeconómico, educación y edad.
MATERIAL DE LECTURA • DATOS ESTADÍSTICOS • AMBIENTE CULTURAL •
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
916 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
E
STUDOS SOBRE LEITURA PODEM SER, GROSSO MODO, DIVIDIDOS EM DUAS VERTENTESprincipais: trabalhos sobre as habilidades leitoras (diversos níveis de competência) e sobre o exercício da leitura (frequência, forma de aquisi-ção, objetivos, uso ou não de bibliotecas, tipos de material como jornais, revistas, livros, etc.).
Os estudos voltados para conhecer aspectos relacionados à ca-pacidade leitora da população brasileira são normalmente referentes a questões educacionais. A proficiência dos estudantes de várias idades na compreensão e interpretação de textos é regularmente avaliada através de provas nacionais (nas diferentes esferas de governo) e internacionais (LOCKHEED; PROKIC-BREUER; SHADROVA, 2015) e considerada um indicador da qualidade do ensino. A colocação dos estudantes brasilei-ros em provas internacionais como o Programme for International Student
Assessment – Pisa – demonstra que o Brasil se encontra ainda longe dos
patamares alcançados pelos países desenvolvidos. É bom lembrar que as barreiras cognitivas impedem o avanço dos grupos sociais menos afluen-tes. Depois da linguagem falada, é a linguagem escrita a fronteira mais básica a ser transposta para se exercer uma real cidadania.1 Além disso,
a importância de parcelas cada vez maiores da população dominarem plenamente os códigos escritos está fortemente correlacionada à produ-tividade da economia como um todo (BARBOSA FILHO; PESSÔA, 2008).
Se o Brasil quiser realmente tornar-se uma nação apta a enfren-tar os desafios colocados pelos avanços da ciência e da tecnologia no
1
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16 917
século XXI, não bastará possuir uma população apenas alfabetizada. Os exemplos de países com sucesso na manutenção do crescimento estão ligados a um investimento prévio em capital humano, em busca de uma sociedade baseada no conhecimento: países da Organização para Cooperação e Desenvolvimento Econômico – OCDE – (THORN, 2009), Singapura, Coreia do Sul, Hong Kong e Taiwan (TILAK, 2002).
Para além do mero acompanhamento da evolução das taxas de alfabetização e da escolaridade nas distintas faixas etárias, medidas nos Censos e Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios – PNAD – pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística – IBGE –, a capacidade lei-tora também passou a ser analisada desde 2001 através do indicador de alfabetização funcional – Inaf –, pelo Instituto Paulo Montenegro – IPM –, em parceria com a Ação Educativa (2012), o qual considera as habi-lidades de letramento (leitura e escrita), combinadas às de matemática (numeramento), e juntas classificam os leitores em: a) analfabetos (não conseguem realizar tarefas simples que envolvam a leitura de palavras e frases, ainda que consigam ler números); b) rudimentares (conseguem identificar informações em textos curtos e familiares, leem e escrevem números pequenos); c) básicos (leem e compreendem textos de mé-dia extensão, conseguem lidar com números na casa dos milhares); e d) plenos (não apresentam restrições na compreensão e interpretação de textos). Supostamente, a aquisição de material de leitura estaria condi-cionada ao alfabetismo pleno. O hábito de leitura representaria a mate-rialização dos bons resultados da educação recebida na escola, o pleno domínio das competências/habilidades cognitivas, melhor indicador do que anos de estudo. Segundo o relatório do IPM & Ação Educativa (2012), em 2011, apenas 26% da população adulta brasileira estaria plenamente alfabetizada e comporia o universo de potenciais leitores. O hábito da leitura pode assim ser considerado uma proxy para a qualidade da educa-ção recebida. O mesmo relatório revelou que apenas 35% das pessoas de 15 a 64 anos que completaram o ensino médio podem ser consideradas plenamente alfabetizadas. Dentre os que completaram o ensino supe-rior, esse índice chega a 62% somente.
No entanto, ainda são raros os estudos que abordam a prática da leitura na população brasileira como um todo. A principal fonte de informação disponível consiste nas três rodadas (2001, 2008 e 2011)
dos Retratos da Leitura no Brasil (FAILLA, 2012), que constituem, em nível
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
918 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
Mesmo em nível internacional, são escassos os estudos que analisam o consumo de material de leitura, tais como livros, revistas e jornais. A maior parte dessas pesquisas tem como alvo da análise popu-lações de países desenvolvidos, e não existe evidência de que os resulta-dos possam ser aplicaresulta-dos em países em desenvolvimento.
O escopo deste texto é identificar o perfil do consumidor de mate-rial de leitura no Brasil. Utilizando a rica fonte de informações disponibili-zada pela Pesquisa de Orçamentos Familiares – POF – levada a campo pelo IBGE em 2008/09, propõe-se a analisar os condicionantes da aquisição de material de leitura em suas diversas formas (monetária e não monetária)2
pela população brasileira e a modelar as relações existentes entre aquisição e possíveis variáveis explicativas, inclusive investigando eventuais descon-tinuidades. A situação ideal seria modelar o hábito de leitura, e não sim-plesmente a compra do material. No entanto, considerando-se a escassez de bibliotecas públicas no Brasil, é razoável supor que essas duas atividades (compra e leitura) estejam altamente correlacionadas e que a compra possa servir de proxy para a leitura em si.
O presente estudo poderia subsidiar o Plano Nacional do Livro e Leitura – PNLL –, programa dos Ministérios da Cultura e da Educação (MARQUES NETO, 2010). Se o governo quiser instituir uma política pú-blica específica para incrementar o hábito de leitura, o primeiro passo seria identificar o público-alvo, ou os distintos públicos-alvo. Uma polí-tica poderia tentar incrementar o nível de leitura dos já leitores, tendo previamente identificado a intensidade de leitura entre eles. Outra alter-nativa seria tentar criar o hábito entre não leitores, recém-egressos do sistema escolar, ditos neoleitores.
Este texto é composto de seis seções e a lista de referências, sendo a primeira esta introdução. A segunda é uma revisão dos estudos sobre práticas e determinantes de leitura. A terceira descreve sucintamente a base de dados utilizada e a metodologia, na qual são descritos os mo-delos lineares generalizados – MLG – utilizados para o ajuste das infor-mações, bem como as variáveis dependentes e independentes. Nas duas seções seguintes, apresentam-se uma análise exploratória dos dados e os resultados obtidos. A última contém os comentários e conclusões.
REVISãO BIBLIOGRáfICA
Diversos estudos foram realizados em vários países, como, por exemplo, a França (DONNAT, 2009; LACROIX, 2009; DÉPARTEMENT DES ÉTUDES DE LA PROSPECTIVE ET DES STATISTIQUES, 2006), a Dinamarca (HJORTH-ANDERSEN, 2000), o México (CONACULTA, 2015), a Espanha (LÓPEZ SINTAS; GARCÍA ÁLVAREZ, 2002; CONECTA, 2013), a Noruega (RINGSTAD; LØYLAND, 2006), os países da União Europeia (KOVAČ, 2004; KOVAČ; SEBART, 2006) e os Estados Unidos (HILL, 2004), sobre
2
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16 919
os determinantes dos hábitos de consumo de bens e serviços culturais, inclusive leitura. Todos mostraram o impacto da afluência socioeconô-mica (mensurada pela renda, escolaridade ou ocupação). Sexo e idade aparecem também frequentemente como diferenciadores (RINGSTAD; LØYLAND, 2006; VARGAS LLOSA, 2002).
Escardíbul e Villarroya (2009) estudaram determinantes da com-pra de jornais na Espanha e concluíram que os fatores-chave eram: idade, posição na família, situação no mercado de trabalho, educação, renda, posse do domicílio e variáveis geográficas. Os autores listaram uma série de estudos a respeito de consumo de bens e serviços culturais, encontrando poucos voltados para a leitura. Constataram também que, apesar de altamente correlacionadas, a educação era mais relevante do que a renda para explicar a aquisição de jornais. Além disso, identifica-ram um maior diferencial na quantia gasta do que na probabilidade de compra em função dessas variáveis.
Hjorth-Andersen (2000) modelou o mercado editorial dinamar-quês e considerou fatores estruturais e conjunturais para explicar o comportamento da demanda por livros. Fatores estruturais seriam os de longo prazo, tais como capacidade de leitura da população, nível educacional, disponibilidade e alocação do tempo livre, considerando a concorrência com mídias alternativas, sobretudo a televisão. Fatores conjunturais seriam o preço dos livros, renda real familiar e número de títulos oferecidos no mercado.
Ringstad e Løyland (2006) analisaram o consumo de livros não didáticos na Noruega, com base em dados de uma amostra de domicílios entre 1986 e 1999. O modelo considerado foi de competição entre três categorias de bens: livros, outros bens culturais e itens não culturais. Concluíram que o consumo de livros era sensível a preço e renda, sendo percebido como “bem de luxo”. As variáveis sociodemográficas encon-tradas como relevantes foram: acesso a pontos de venda de livros, sexo e idade. Além disso, domicílios unipessoais ou com crianças pequenas foram identificados como compradores frequentes.
Acredita-se que a probabilidade de prática de leitura como fun-ção da escolaridade tenha uma forma paralela às taxas de retorno na renda. Uma descontinuidade nessa probabilidade (como função da es-colaridade) deve se traduzir também numa descontinuidade nas taxas de retorno salarial, como constatado por Crespo e Reis (2006) e também por Barbosa Filho e Pessôa (2008).
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
9
20 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
grande região e porte do município em três categorias). Indicadores geo-gráficos sintetizam a informação de uma variável importante, o acesso a canais de comercialização, no caso de livros, principalmente a livrarias. Estudo recente do IBGE sobre os equipamentos culturais disponíveis nos municípios revelou que o número daqueles com livrarias reduziu-se ao longo dos anos (2010a).
No entanto, no Brasil, pouco se estudou sobre a elasticidade des-sas variáveis no consumo seja de bens culturais em geral, seja especifi-camente de material de leitura (BELTRÃO; DUCHIADE, 2014). Honrosas exceções são os trabalhos de Castro e Vaz (2007) e de Silva, Araújo e Souza (2007), incluídos numa publicação do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada – Ipea – sobre o gasto e o consumo das famílias, baseada na POF 2002/03. O primeiro descreve a evolução dos gastos com educação nessa POF e nas duas pesquisas anteriores, desagregando-os por renda, escolaridade do chefe, presença de filhos na família, localização geográ-fica, entre outras variáveis, todas consideradas categóricas. O consumo de livros didáticos, periódicos e publicações técnicas destaca-se como um dos itens relativos à educação. O segundo estudo analisa os diversos itens de consumo cultural dentro e fora do domicílio, inclusive livros e leitura de periódicos, segundo classes de renda familiar per capita e loca-lização geográfica, e constrói a curva de concentração (curva de Lorenz) na distribuição desses gastos entre as famílias. Além desses trabalhos, Diniz e Machado (2011) estudam o consumo de bens e serviços artísticos e culturais no Brasil a partir das informações da POF 2002/03. Modelam os gastos totais e concluem que eles dependem de características socio-econômicas da pessoa de referência do domicílio e da localização geo-gráfica do domicílio.
BASE DE DADOS E METODOLOGIA
A base de dados utilizada foi a Pesquisa de Orçamento Familiar na sua mais recente aplicação, POF 2008-2009 (IBGE, 2011). A POF foi concebida para permitir prioritariamente a atualização das estruturas de consumo que compõem os índices de preços ao consumidor produzidos pelo IBGE. Essa POF teve abrangência nacional e investigou as aquisições monetárias e não monetárias, especialmente importantes para os ha-bitantes de regiões agrícolas. A amostra foi estruturada de maneira a propiciar a publicação de resultados para o Brasil como um todo, por grandes regiões (Norte, Nordeste, Sudeste, Sul e Centro-Oeste) e tam-bém por situação urbana e rural (IBGE, 2010b).
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
92
1
A coleta de dados da POF 2008-2009 foi feita ao longo de 12 me-ses, de 19/05/2008 a 18/05/2009, de modo a permitir a observação de flutuações de despesas e rendimentos que sofrem alterações sazonais.
O período de referência das informações de despesas e rendi-mentos coletados difere segundo o tipo de item estudado. Despesas maiores (como automóveis, imóveis ou eletrodomésticos, por exemplo) são realizadas com menor frequência, enquanto bens de menor valor são adquiridos frequentemente ou mesmo diariamente, como é o caso dos alimentos ou jornais. Além disso, a memória das informações rela-cionadas a uma aquisição de valor mais elevado é preservada por um período de tempo mais longo.
Diferentemente da enorme quantidade de informações sobre consumo alimentar, em casa e fora de casa, as perguntas sobre despesas com livros e demais itens de leitura impossibilitam algumas desagrega-ções mais finas. Os questionários da POF não permitem a discriminação do tipo de livro adquirido, destacando apenas os escolares, técnicos e não didáticos. A coleta de informações sobre consumo da POF é feita através de questionários com opções de respostas semiabertas, sendo al-gumas categorias explicitadas, mas com campos para inclusão de novos produtos. Também são coletadas as formas de aquisição (à vista, a prazo, por doação, troca, etc.).
Como as informações de aquisição de material de leitura são co-letadas nos questionários individuais de despesas, a modelagem pode ser feita tanto utilizando o indivíduo como unidade de análise quanto utilizando a família. O consumo de material de leitura apresenta um per-fil diferenciado por idade; assim optou-se neste estudo por uma análise individual. A informação de aquisição de jornais, revistas e passatempos impressos é coletada num dos questionários de despesas individuais, com período de referência de sete dias. As despesas com livros não di-dáticos, assinaturas de periódicos e fotocópias é feita num questionário de 90 dias. As despesas com livros escolares de ensino fundamental e médio, livros técnicos, revistas técnicas e outros livros didáticos estão incorporadas nas despesas com educação, com referência anual.
Neste texto, foram considerados modelos para cinco variáveis dependentes, segundo os tipos de itens e formas de aquisição:
• material de leitura como um todo (total), independentemente da forma de aquisição, seja por compra ou doação (incluindo, além das categorias abaixo, livros didáticos-escolares de ensino fundamental e médio, livros e revistas técnicas, apostilas e fotocópias);
• jornais, independentemente da forma de aquisição; • revistas, independentemente da forma de aquisição;
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
9
22 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
• material de leitura adquirido exclusivamente por compra (incluindo as categorias anteriores, além de livros didáticos, técnicos, apostilas e fotocópias, somente comprados).
Não serão considerados em separado nesta análise os livros es-colares ou didáticos, atendidos ao longo das últimas décadas por progra-mas governamentais que asseguram distribuição gratuita do material necessário aos alunos da rede pública.
Uma outra possibilidade, não explorada neste texto, seria mode-lar o montante gasto com as diferentes formas de material de leitura. Como a grande maioria da população não adquire nenhum tipo de ma-terial de leitura, um complicador para tal modelagem seria a necessida-de necessida-de trabalhar com uma distribuição condicional (dado que comprou algum material de leitura, o montante dispendido), além do problema advindo da imputação do preço de material recebido por doação ou por escambo. As variáveis, bem como a forma funcional utilizada, foram sugeridas por uma análise exploratória de dados. A esse respeito, ver Beltrão e Duchiade (2015).
Foram consideradas, como variáveis explicativas, características dos indivíduos e dos domicílios que a literatura aponta como condicio-nantes para a leitura:
• idade individual (um polinômio de quarto grau); • sexo;
• anos de estudo (linear com uma dummy para 12 anos ou mais); • renda familiar (como polinômio de terceiro grau do ln); • frequência à escola (dummy para estudante);
• escolaridade da pessoa de referência do domicílio;
• estratos geográficos, proxy para acesso a locais de aquisição (e.g.
li-vrarias e bancas de jornais), via grau de urbanização (definido como quatro estratos: capitais não metropolitanas, regiões metropolita-nas, interior urbano e regiões rurais), e grande região, como defini-da pelo IBGE (Norte, Nordeste, Sudeste, Sul e Centro-Oeste);
• presença de estudante na família (dummy para estudante na família); • presença de crianças com menos de 10 anos, combinado com o
in-dicador de pessoa de referência ou cônjuge e estudante entre 5 e 9 anos em escolas públicas ou privadas (quatro dummies).
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
92
3
As partículas PR e PU correspondem, respectivamente, à escola privada e à escola pública; o número 59, ao grupo etário da criança. Foi testado também o mesmo conjunto de indicadores para as crianças de zero a quatro anos, mas nenhum deles se mostrou significativo em nenhum dos modelos e, portanto, foram descartados.
Admitiu-se que a probabilidade de adquirir algum material de leitura para um dado grupo (definido pelas variáveis listadas) seria cons-tante e que, então, a distribuição conjunta seria binomial. Para as re-gressões, foi utilizado o Generalized Linear Models – GENLIN –, do Statistical Package for the Social Sciences – SPSS. Foi considerado que:
Yi,s,r,t,e,c,a ~ B(Ni,s,r,t,e,c,a; pi,s,r,t,e,c,a)
onde Yi,s,r,t,e,c,a é o número de indivíduos com idade i, sexo s, com renda
familiar r, com t anos de estudo, com indicação de ser ou não estudante, escolaridade da pessoa de referência c, na área geográfica a, que compra-ram algum material de leitura no período da pesquisa.
Ni,s,r,t,e,c,a é o número de indivíduos com idade i, sexo s, com renda
familiar r, com t anos de estudo, com indicação de ser ou não estudante,
escolaridade da pessoa de referência c, na área geográfica a.
pi,s,r,t,e,c,a é a probabilidade de um indivíduo com idade i, sexo s,
com renda familiar r, com t anos de estudo, com indicação de ser ou não
estudante, escolaridade da pessoa de referência c, na área geográfica a, ter comprado algum material de leitura no período da pesquisa.
A função de ligação suposta foi a logito. Foram consideradas inte-rações de todas as combinações de variáveis, mas se mostraram signifi-cativas, para alguns dos modelos, somente: idade e renda; sexo e idade; sexo e idade ao quadrado; e sexo e renda.
É importante notar que, na modelagem de variáveis discretas (di-cotômicas nesse caso), só seria possível haver um ajuste perfeito quando a probabilidade associada fosse 0 ou 1. Caso contrário, existe sempre um erro, porque o que se modela é a probabilidade do evento. No caso de eventos raros, como se verifica neste estudo, a variabilidade explicada é sempre pouca: a probabilidade de aquisição de material de leitura, mes-mo do melhor estrato (educacional, renda, idade, sexo), é baixa.
ANáLISE ExpLORATóRIA DOS DADOS
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
9
24
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
estão disponíveis em Beltrão e Duchiade (2015). Em princípio, essa AED deve sugerir os modelos a serem ajustados numa fase posterior. Originalmente, considerou-se que a compra de um certo tipo de ma-terial de leitura poderia implicar a compra de outro – por exemplo, que todos os leitores de livros não didáticos também fossem leitores de revistas –, o que não se mostrou verdadeiro. Ou seja, verificou-se que o consumo de produtos não é aninhado: a compra de um produto não implica obrigatoriamente a compra de algum outro.
Considerando a proporção de adquirentes de material de leitura como um todo por idade segundo sexo, mulheres apresentam uma pro-porção ligeiramente maior do que os homens nas primeiras idades, até uns 35 anos. A partir dessa idade, homens apresentam uma proporção em torno de cinco pontos percentuais a mais. Para as últimas idades, a população é mais rarefeita e a variância do estimador, maior. Esse mes-mo fenômeno se repete em todas as análises referentes à idade. Para o ajuste como função da idade, dada a assimetria da curva, um polinômio de terceiro ou quinto grau se mostra necessário. Dado que as curvas dos dois sexos não são paralelas, uma interação entre sexo e o polinômio de idade também deve ser testada.
Quanto à proporção de adquirentes de jornais por idade segundo sexo, homens apresentam consistentemente, para todas as idades, uma proporção bem maior de adquirentes de jornais do que as mulheres. A assimetria da curva como função da idade é menos pronunciada do que para o total de material de leitura e o grau do polinômio não obriga-toriamente precisaria ser ímpar. Como as curvas dos dois sexos não se cruzam, uma interação entre sexo e o polinômio de idade foi testada, mas não considerada estatisticamente significativa.
No que diz respeito à aquisição de revistas, os dois sexos apre-sentam valores semelhantes para cada idade, com uma proporção ligei-ramente maior para as mulheres, curvas assimétricas e um cruzamento para as altas idades. A modelagem sugerida foi de um polinômio de grau ímpar com interação com sexo.
Em relação à proporção de adquirentes de livros não didáticos, no sentido amplo, por idade segundo sexo, até uns 60 anos de idade, mulheres apresentam uma maior proporção de adquirentes. A partir dessa idade, as proporções são bem semelhantes. As curvas apresentam--se quase simétricas, sugerindo um polinômio de grau par.
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
92
5
torno de cinco pontos percentuais a mais. Para essa informação tam-bém, dada a assimetria da curva, um polinômio de terceiro ou quinto grau na idade é necessário, bem como uma interação entre sexo e o polinômio de idade.
Considerando-se como variável explicativa a renda familiar (numa escala logarítmica), mulheres e homens apresentam uma pro-porção semelhante de adquirentes de material de leitura, mas com uma vantagem feminina nas rendas mais baixas e masculina nas rendas mais altas. Semelhantemente ao que foi observado para as últimas idades, para o último grupo de renda a população também é mais rarefeita e a variância do estimador, maior. Esse mesmo fenômeno se repete em todas as análises referentes à renda. Dada a forma da curva dos dados observados, o polinômio no log da renda deve ser de ordem maior do que a unidade, e o modelo deve incluir uma interação com sexo.
Já a proporção de adquirentes de jornais por renda (numa escala logarítmica) é marcadamente diferenciada pelo sexo: homens apresen-tam uma maior proporção em todas as idades. Por outro lado, quando se considera a aquisição de revistas por renda (numa escala logarítmica), mulheres e homens apresentam uma proporção semelhante nas rendas mais altas. Nas rendas mais baixas, a vantagem é da população femi-nina. A aquisição de livros não didáticos em sentido amplo por renda (numa escala logarítmica) é também diferenciada por sexo: grosso modo, mulheres apresentam uma maior proporção do que os homens.
Por fim, entre os adquirentes de material de leitura por compra, mulheres e homens apresentam uma proporção semelhante, mas com uma vantagem feminina nas rendas mais baixas e masculina nas rendas mais altas. Essas proporções diferem das apresentadas para o material de leitura como um todo, principalmente nas faixas de renda mais bai-xas, sugerindo que a diferença nos modelos pode estar concentrada no termo constante.
Considerando-se a proporção de adquirentes de material de lei-tura segundo anos de estudo, mulheres e homens apresentam valores semelhantes para todos os níveis de escolaridade, mas com mulheres ligeiramente abaixo. O ponto mais notável dessas proporções é a apa-rente descontinuidade entre os indivíduos com pelo menos um ano de curso universitário e os demais, o que levou à inclusão também de uma
dummy para indicar pelo menos um ano de nível superior. Além disso,
as inclinações antes e depois da descontinuidade são aparentemente di-ferentes. Para testar essa hipótese, foi criada uma variável adicional, correspondendo ao número de anos acima de 12.
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
9
26 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
apresentam valores semelhantes para cada ano de estudo na aquisição de revistas, mas com uma proporção ligeiramente maior para as mulhe-res pré-universitárias e menor para aquelas com pelo menos um ano de universidade. Entre os homens, nota-se a descontinuidade coinciden-te com o primeiro ano de curso superior. Da mesma forma que quan-do se considerava idade ou renda, a aquisição de livros não didáticos é diferenciada por sexo: mulheres apresentam uma maior proporção do que os homens para todos os valores de ano de estudo.
Com respeito a material de leitura por compra, mulheres e ho-mens apresentam uma proporção semelhante de adquirentes para to-dos os níveis de escolaridade, mas com mulheres ligeiramente abaixo. Repete-se para esse tipo de item a descontinuidade entre os 11 e 12 anos de estudo. Diferentemente do que ocorre nas probabilidades de aqui-sição de material de leitura segundo renda, para as quais a aquiaqui-sição por compra e total diferem principalmente entre os indivíduos no lado inferior da escala, quando se consideram anos de estudo, existe uma aparente mudança de nível. Isso se explica pelo fato de, nesta análise, se-rem considerados todos os indivíduos e não só os adultos, para os quais existe uma forte correlação entre renda e escolaridade.
Além das variáveis demográficas clássicas, como sexo, idade, ren-da e escolariren-dade, a população foi categorizaren-da segundo local de moradia, considerando-se a disponibilidade e o acesso ao material de leitura. Em prin-cípio, áreas rurais teriam menos acesso e regiões metropolitanas – RM –, mais. O acesso diferenciado deve depender do tipo de material. Considerando-se a probabilidade de aquisição de material de leitura como um todo por anos de estudo, segundo esses estratos geográficos, é bem clara a descontinuidade entre os 11 e 12 anos de estudo para todos os estratos geográficos considerados. Parece haver alguma orde-nação entre os estratos, com as RM e capitais não metropolitanas com valores semelhantes e mais altos, seguidas de interior urbano e áreas rurais. A maior discrepância entre esses estratos, quando a informação é disponibilizada por anos de estudo, é encontrada para jornais, com uma hierarquia bem marcada, com áreas rurais no extremo inferior, se-guidas do interior urbano, capitais não metropolitanas e RM (esses dois últimos estratos com valores se entrecruzando como função dos anos de estudo). Livros não didáticos não apresentam tanta variação, ainda que as áreas rurais mostrem valores sempre inferiores. Revistas trazem uma ordenação ligeiramente diferente, com o interior urbano acima das ca-pitais não metropolitanas, pelo menos para oito anos ou mais de estudo. O material de leitura comprado segue a mesma ordenação dos jornais.
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
92
7
consumo. Para esse recorte também, o acesso diferenciado deve depen-der do tipo de material de leitura. Em algumas regiões, a POF apontou a aquisição de material de leitura através de canais não convencionais, tais como de vendedores ambulantes a pé e embarcados. A probabilida-de probabilida-de aquisição probabilida-de material probabilida-de leitura como um todo, por anos probabilida-de estu-do, segundo grandes regiões, apresenta uma aparente inconsistência, pois as probabilidades de aquisição de material de leituras nas regiões Norte e Nordeste aparecem com valores mais altos do que em regiões mais afluentes, como o Sul e o Sudeste. Entretanto, ao se calcular a despesa média por grande região, constata-se uma ordenação diferente com as regiões Sudeste e Sul, com valores acima das demais, como es-perado. São várias as explicações possíveis: a) uma maior proporção de indivíduos adquirindo material de leitura por doação nas regiões mais pobres (seja na escola pelos programas governamentais, seja de alguma organização não governamental); e b) uma maior frequência de peque-nas aquisições peque-nas regiões Norte e Nordeste, por oposição a compras de maior vulto e com menor frequência nas regiões Sul e Sudeste.
Para essa desagregação geográfica também, o acesso diferencia-do deve depender diferencia-do tipo de material. A probabilidade de aquisição de material de leitura como um todo, por anos de estudo, segundo grande região, apresenta uma descontinuidade entre os 11 e 12 anos de estudo para todas as regiões. Considerando-se o material comprado, confirma--se a hipótese de que a maior probabilidade das regiões Norte e Nordeste na probabilidade de aquisição de material de leitura como um todo está ligada a programas do governo de distribuição de livros didáticos em escolas públicas.
A presença de estudantes na família, combinada com anos de estudo, não parece ter muito efeito na aquisição de material de leitura, com exceção do material de leitura como um todo e de jornais com va-lores menores para domicílios com estudantes, o que leva à dedução de que a diferença deve estar concentrada nos livros didáticos.
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
9
28 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
A probabilidade de aquisição de jornais e revistas diminui com a presença de estudantes na família. Por outro lado, o efeito de ser estu-dante, nesse caso, apresenta uma interação com a idade: probabilidades mais altas entre as faixas mais jovens e menores nas faixas etárias mais velhas. A existência de estudante na família não afeta sobremaneira a probabilidade de aquisição de livros não didáticos, quando se conside-ram os grupos etários. Por outro lado, a situação própria de estudante tem uma grande influência, mais do que dobrando a probabilidade de aquisição.
Para a aquisição por compra de material de leitura, quando se consideram os grupos etários, a existência de estudante na família afeta de forma diferenciada parte da população adulta mais velha, entre 35 e 50 anos de idade. A situação própria de estudante tem um efeito ainda maior, porém só até os 60 anos de idade. Cumpre notar que a população de estudantes acima dessa idade é bem esparsa.
RESULTADOS
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
92
9
TABELA 1
ESTATÍSTICAS QUI-QUADRADO DE WALD (TIpO III) OBTIDAS NOS AjUSTES fINAIS pARA CADA MODELO, SEGUNDO VARIáVEL DEpENDENTE (COLUNA) E TERMO INTRODUzIDO (LINhA)
TERMO NA EQUAçãO TOTAL jORNAL REVISTA NãO
DIDáTICO
MATERIAL COMPRADO GL
Constante 248,39 83,03 45,65 71,64 128,13 1
Sexo 26,00 1,21 7,59 39,08 21,29 1
Grande Região 164,84 317,44 83,78 10,69 145,74 4
Idade 27,89 26,40 20,30 12,75 2,24 1
idade2 19,03 19,88 13,27 7,25 4,27 1
idade3 10,28 14,05 12,95 3,49 7,03 1
idade4 7,33 11,69 12,22 7,39 1
Anos de estudo 420,12 193,57 83,99 80,15 328,51 1
quebra12 40,44 4,28 43,80 1
Anos de estudo >12 9,34 7,22 1
Condição de estudante 398,79 27,21 51,50 1
Estrato Geográfico 53,90 428,62 13,29 187,71 3
Escolaridade do chefe 5,52 30,28 32,78 9,04 34,06 4
I_59PR_CH 90,98 14,14 113,45 1
I_59PR_CO 7,56 6,24 8,94 36,44 1
I_59PU_CH 13,00 1
I_59PU_CO 11,76 4,07 4,96 1
Estudante na família 9,36 6,02 7,43 1
ln(renda) 15,94 6,27 11,81 12,58 16,46 1
ln(renda)2 11,84 5,46 1
idade * ln(renda) 31,10 21,74 18,02 18,69 1
sexo*idade 58,72 4,74 5,99 67,98 1
sexo* idade2 4,98 1
sexo * ln(renda) 13,61 8,73 15,03 1
fonte: Elaboração dos autores.
Nota: Valores em negrito correspondem a valores não estatisticamente significativos, porém mantidos no modelo, pois a interação foi significativa.
É importante também notar que esses resultados corroboram a hipótese de que o consumo de material de leitura é segmentado e não aninhado: um leitor de um certo tipo de material não obrigatoriamente consume algum outro. Caso isso acontecesse, as linhas (correspondentes a um dado termo da equação) apresentariam a mesma gradação de cinza.
A Tabela 2 consolida as informações da Tabela 1, agregando to-dos os termos das equações relativos a uma mesma variável. Por exem-plo, a linha correspondente à variável idade na Tabela 2 soma as linhas correspondentes aos quatro termos do polinômio: idade, idade2, idade3 e
idade4. As interações foram agregadas somente quando correspondiam
a graus polinomiais distintos da mesma variável.
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
9
30 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
(nesta tabela, também representada no mesmo gradiente de tons de cinza da Tabela 1). Cumpre lembrar que uma variável que apresenta interação estatisticamente significativa com outra, como é o caso de sexo, não pode ter sua importância avaliada somente pelo qui-quadrado isolado. Para a probabilidade de aquisição de jornais, o fator geográfico (que agrega grande região e tamanho de cidade) é o preponderante, respondendo por 62,5% da soma da coluna. O mesmo ocorre para revistas, ainda que com uma proporção menor, 23,0%. Anos de estudo vêm em seguida, respon-dendo por, respectivamente, 16,2% e 22,1% das colunas de jornais e revis-tas. Para material de leitura como um todo, livros não didáticos e material comprado, anos de estudo é a covariável com maior poder explicativo, correspondendo respectivamente a 27,7%, 29,8% e 30,7%.
TABELA 2
ESTATÍSTICAS QUI-QUADRADO DE WALD (TIpO III) OBTIDAS NOS AjUSTES fINAIS pARA CADA MODELO, SEGUNDO VARIáVEL DEpENDENTE (COLUNA) E ExpLICATIVA (LINhA), AGREGANDO OS TERMOS RELATIVOS à MESMA VARIáVEL
VARIáVEL TOTAL jORNAL REVISTA DIDáTICONãO MATERIAL
COMPRADO GL
Constante 248,39 83,03 45,65 71,64 128,13 1
Sexo 26,00 1,21 7,59 39,08 21,29 1
Geográfico 218,74 746,06 97,06 10,69 333,46 7
Idade 64,54 72,02 58,74 23,50 20,93 4
Anos de estudo 460,56 193,57 93,33 91,65 372,32 3
Condição de estudante 398,79 27,21 51,50 1
Escolaridade do chefe 5,52 30,28 32,78 9,04 34,06 4
Estudante na família
+ estudantes menores de 10 123,29 13,43 31,35 16,37 149,89 5
ln(renda) 15,94 18,11 11,81 18,04 16,46 2
idade*ln(renda) 31,10 21,74 18,02 18,69 1
sexo*idade 58,72 4,74 10,98 67,98 2
sexo*ln(renda) 13,61 8,73 15,03 1
fonte: Elaboração dos autores.
No Anexo I, estão disponibilizados os coeficientes do modelo final ajustado para o material de leitura como um todo. Nos demais Anexos, de II a V, encontram-se, respectivamente, os coeficientes dos modelos finais ajustados para: jornais, revistas, livros não didáticos e material de leitura adquirido por compra.
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
93
1
de aquisição de revistas e livros não didáticos, ao passo que homens são majoritários na compra de jornais.
O ajuste para a informação de compra de material de leitura segundo sexo e grupo de renda também parece bom, com grande ade-rência aos dados observados, com exceção da informação para o último grupo de renda, que corresponde às famílias com mais de 60 mil reais de renda mensal, pouco representadas tanto na população quanto na amostra da POF. A opção por um polinômio no logaritmo da renda foi acertada. Foram testadas também a renda (sem a modificação logarít-mica) e a renda per capita, que não mostraram a mesma qualidade no ajuste. O comportamento é similar para as demais variáveis dependen-tes consideradas. As diferenças entre os sexos, de alguma forma, repro-duzem-se nestes ajustes: mulheres estão sobrerrepresentadas vis-à-vis os homens na aquisição de revistas e livros não didáticos para quase todos os grupos de renda, e a aquisição de jornais é a que apresenta o maior hiato entre os sexos e a favor dos homens.
Utilizando-se a proxy para educação, anos de estudo, combinada com sexo, para explicar a aquisição de material de leitura como um todo, constata-se que o ajuste linear combinado com a função indica-dora de 12 anos ou mais de estudo, usados no modelo, apresenta uma boa aderência aos dados observados. O mesmo acontece para a compra de livros não didáticos e material de leitura adquirido por compra. Note que essa descontinuidade aos 12 anos é equivalente à descontinuidade conhecida como efeito diploma (BARBOSA FILHO; PESSÔA, 2008) na re-muneração salarial dos empregados e não aparece para a aquisição de periódicos (jornais, e revistas).
Como proxy de disponibilidade de material de leitura, foi criada
a variável estrato geográfico. Utilizando-se anos de estudo, combinando com o estrato geográfico, contata-se que, com respeito à probabilidade de aquisição de material de leitura, existe uma certa hierarquização, com a região rural apresentando valores sempre abaixo das demais. Esse comentário é valido também para as demais variáveis. As maiores diferenças entre os estratos geográficos encontram-se na aquisição de jornais, e a menor, na de livros não didáticos (na verdade esta variável não entra nesse último modelo). Para esses tipos de material de leitura, também se nota a descontinuidade para 12 anos de estudo na aquisição de material de leitura como um todo, livros não didáticos e material de leitura adquirido por compra. Para aquisição de jornais e de material de leitura por compra, o interior urbano apresenta valores substancialmen-te abaixo dos da RM e das capitais não metropolitanas.
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
9
32 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
A existência de um estudante na família afeta de maneiras dis-tintas as probabilidades de aquisição dos diferentes itens de leitura por anos de estudo: para mais quando se considera material de leitura como um todo e para menos quando se consideram jornais.
Levando-se em conta a idade e a existência de estudante na famí-lia (ou o indicador de condição própria de estudante), os dados ajustados, pela boa aderência do modelo, replicam o que já tinha sido comentado sobre os dados observados: para o material de leitura como um todo, estudante na família aumenta a probabilidade de aquisição, ao passo que a situação própria de estudante tem uma influência ainda maior, praticamente dobrando a probabilidade de aquisição. Quanto à aquisi-ção de jornais, os efeitos parecem opostos para a existência de estudante na família (diminui a probabilidade) e a condição própria de estudante (aumenta a probabilidade para as idades abaixo de 70 anos).
Com respeito a livros não didáticos, a condição própria de estu-dantes aumenta em muito a probabilidade de aquisição, mas a existên-cia de estudante na família não parece afetar a probabilidade. O mesmo comentário pode ser feito para a aquisição de material de leitura por compra.
Todos os modelos apresentam boa aderência com os dados ob-servados, sendo que, somente para livros não didáticos, o polinômio na idade não foi de quarto grau, mas de terceiro. Com respeito ao sexo, mulheres apresentam uma maior probabilidade de aquisição de revistas e livros não didáticos, ao passo que homens são majoritários na compra de jornais.
COMENTáRIOS E CONCLUSõES
Existe possivelmente uma limitação dos dados na caracterização do ma-terial de leitura adquirido (com possíveis vieses no mama-terial recebido por doação). A desagregação utilizada pelo IBGE não é fina o suficiente, pois não explicita separadamente categorias foco de grupos diferencia-dos de leitores, mas, nos questionários, dentro de uma categoria mais abrangente: quadrinhos não são relacionados separados de revistas, li-vros infanto-juvenis não são relacionados separados de lili-vros não didáti-cos, livros técnicos não são relacionados separados, mas sim agregados com outros tipos, na categoria Livro técnico, revista técnica e outros livros
didáticos. A falta de uma classificação mais precisa impede um estudo
similar ao realizado por Donata e Frateschi (2007) para a música, o qual desagregou a informação por gênero musical.
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
93
3
de aprendizado/rejeição com respeito à frequência a espetáculos te-atrais. Experiências positivas reforçam a probabilidade de um consu-mo futuro, enquanto experiências negativas a diminuem. É altamente provável que haja uma subdeclaração dos livros didáticos recebidos por doação, apesar da recomendação de alocar as aquisições por todas as formas a cada unidade de orçamento. Material didático distribuído para as crianças matriculadas em escolas públicas do ensino fundamental deveria aparecer como “material adquirido por doação” ou ao menos constar do consumo informado por algum membro daquelas famílias, o que não parece acontecer. Esse foi um dos motivos de não ter sido analisado em separado, neste texto, o consumo de material didático ad-quirido por doação.
Os dados da POF referem-se à aquisição e não informam sobre a leitura propriamente dita. Este texto trata exclusivamente do primeiro aspecto. Não existe, no Brasil, uma tradição de uso de bibliotecas por adultos, que poderia suprir a leitura sem a aquisição prévia. Seria neces-sário outro tipo de pesquisa para investigar essa questão.
Um desdobramento natural deste trabalho seria modelar os gas-tos condicionados à aquisição. Modelar diretamente os gasgas-tos esbarra no problema da quantidade majoritária de zeros (indivíduos que não adquiriram nenhum material de leitura). São poucas as distribuições estatísticas que incorporam valores contínuos (os gastos) e uma massa concentrada num ponto (os indivíduos que não compram).
Um fator importante é o acesso, determinado pela existência de canais de comercialização, ligados ao tamanho do município e região geográfica. O efeito da existência de estudante na família parece ser restrito à aquisição de livros didáticos, não extravasando para outros tipos de material de leitura. Esse fato é corroborado pelo efeito pequeno ou nulo dessa variável nos modelos (com exceção do material de leitura como um todo, que incorpora os livros didáticos).
O estudo confirma resultados já observados da existência de di-ferenciais entre os sexos segundo tipo de material de leitura, mesmo controlando por nível socioeconômico, educação e idade. Uma possibi-lidade seria relacionar a probabipossibi-lidade de aquisição com a situação de ocupação, o que não foi feito neste estudo. De qualquer forma, todas essas probabilidades são muito baixas, mesmo nos pontos de pico entre os indivíduos urbanos de meia idade com nível superior completo. Na ausência quase completa de políticas públicas voltadas para essa ques-tão, não parecem existir mudanças à vista no curto prazo.
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
9
34 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
de agosto de 2006, e transformado no Decreto n. 7559, de 1 de setembro de 2011. Até a presente data,3 o projeto de Lei correspondente ainda não
foi enviado ao Legislativo. As sucessivas políticas sempre tiveram como meta fomentar o hábito de leitura sobretudo entre crianças e jovens. Adultos raramente são alvo de políticas públicas voltadas para a leitura, a não ser no caso extremo de programas de alfabetização de adultos, que, em princípio, não pretendem criar leitores, a não ser no caso da linha de ação 4 do Eixo I, que prevê “a distribuição de livros gratuitos que contemplem as especificidades dos neoleitores jovens e adultos, em diversos formatos acessíveis”. Nenhum dos objetivos do PNLL (democra-tização do acesso ao livro; formação de mediadores para o incentivo à leitura; valorização institucional da leitura e incremento de seu valor simbólico; e desenvolvimento da economia do livro como estímulo à produção intelectual e ao desenvolvimento da economia nacional) abor-da explicitamente, nas suas linhas de ação, os adultos plenamente alfa-betizados, que compõem o grupo majoritário de potenciais leitores. Os baixos índices de leitura entre adultos no Brasil foram confirmados pe-los sucessivos Retratos da leitura no Brasil (FAILLA, 2012), que investigam, além do número de livros lidos, também o tipo de obras.
O principal achado dessa pesquisa foi a identificação da existên-cia de uma descontinuidade nas funções de probabilidades de aquisição de vários tipos de material de leitura como função dos anos de estudo. É notável que indivíduos com pelo menos um ano de curso superior se diferenciem tanto daqueles que não alcançaram esse patamar do estudo formal. Parece haver um limiar no número de anos de estudo que poten-cializa a capacidade leitora (alfabetização plena). Com pouca educação, existe um limitante no entendimento do que se lê, no prazer que pode advir desse hábito e, consequentemente, na probabilidade de se adqui-rir material de leitura. Escolaridade, portanto, parece explicar mais do que renda.
Parafraseando Mario Vargas Llosa (2002), em seu epílogo “A literatura e a vida”, em que defende a necessidade da leitura de bons livros, para melhor desfrutar e compreender o mundo que nos cerca: é preciso ensinar a ler a todos que nos sucedem, no seio das famílias e das escolas, em todos os meios e instâncias da vida cotidiana, é preciso incitar a leitura como uma atividade indispensável que impregna e en-riquece todas as demais.
REfERêNCIAS
ASSOCIAÇÃO BRASILEIRA DE EMPRESAS DE PESQUISA – ABEP. Critério Padrão de Classificação Econômica Brasil/2015. Disponível em: <http://www.abep.org/Servicos/DownloadCodigoConduta. aspx?id=11&p=cc>. Acesso em: out. 2015.
BARBOSA FILHO, F. H.; PESSÔA, S. Retorno da educação no Brasil. Pesquisa e Planejamento Econômico, v. 38, n. 1, p. 97-126, 2008.
3
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
93
5
BELTRÃO, K. I.; DUCHIADE, M. P. Nova renda, velhos hábitos: consumo de material de leitura nas famílias brasileiras – 2002-2009. Rio de Janeiro: SCIENCE, 2014.
BELTRÃO, K. I.; DUCHIADE, M. P. Quem lê no Brasil? Evidências da pesquisa de orçamento familiar do IBGE: relatório técnico 01/15. Rio de Janeiro: SCIENCE, 2015.
BRASIL. Decreto-Lei n. 93 de 21 de dezembro de 1937. Crêa o Instituto Nacional do Livro. Disponível em: <http://legis.senado.gov.br/legislacao/ListaPublicacoes.action?id=103227>. Acesso em: 30 mar. 2015.
BRASIL. Decreto n. 7559 de 1° de setembro de 2011. Dispõe sobre o Plano Nacional do Livro e Leitura - PNLL e dá outras providências. Disponível em: <http://presrepublica.jusbrasil.com.br/ legislacao/1029031/decreto-7559-11>. Acesso em: 30 mar. 2015.
CASTRO, J. A. de; VAZ, F. M. Gastos das famílias com educação. In: SILVEIRA, F. G. et al. (Org.).
Gasto e consumo das famílias brasileiras contemporâneas, 2. Brasília: IPEA, 2007. p. 77-104. CONECTA. Hábitos de lectura y compra de libros en España 2012. Madrid: CONECTA/ Federacion de Gremios de Editores de España, 2013.
CONSEJO NACIONAL PARA LA CULTURA Y LAS ARTES. Encuesta Nacional de Lectura y Escritura, México: CONACULTA, 2015.
CRESPO, A.; REIS, M. C. O efeito-diploma no Brasil. Nota técnica. Boletim Mercado de Trabalho:
Conjuntura e Análise, Rio de Janeiro, n. 31, out. 2006.
DÉPARTEMENT DES ÉTUDES, DE LA PROSPECTIVE ET DES STATISTIQUES. La consommation de produits d’industries culturelles. Mise en perspective culturelle. Paris: Ministére de la Culture et de la Communication, 2006.
DINIZ, S. C.; MACHADO, A. F. Analysis of the consumption of artistic-cultural goods and services in Brazil. Journal of Cultural Economics, v. 35, n. 1, p. 1–18, 2011.
DONATA F.; FRATESCHI, C. A discrete choice model of consumption of cultural goods: the case of music. Journal of Cultural Economics, v. 31, n. 3, p. 205–234, 2007.
DONNAT, O. Les pratiques culturelles des Français à l’ère numérique: éléments de synthèse 1997-2008. Culture études: Pratiques et Publics, n. 5, 2009.
ESCARDÍBUL, J.; VILLARROYA, A. Who buys newspapers in Spain? An analysis of the determinants of the probability to buy newspapers and of the amount spent. International Journal of Consumer Studies, v. 33, p. 64-67, 2009.
FAILLA, Z. (Org.). Retratos da leitura no Brasil 3. São Paulo: Imesp, Instituto Pró-Livro, 2012. HILL, K. Reading at risk: A survey of literary reading in America. Ontario, Canada: National Endowment for the Arts, 2004. (Research Division Report n. 46).
HJORTH-ANDERSEN, C. A model of the Danish book market? Journal of Cultural Economics, v. 24, n. 1, p. 27-43, 2000.
HOYOS, Bernardo J.; SALINAS, Lenin M. Comportamento do leitor e acesso ao livro em países da Íbero-América – estudos pelo Cerlalc. In: FAILLA, Z. (Org.) Retratos da leitura no Brasil 3. São Paulo: Imesp, Instituto Pró-Livro, 2012. p. 191-213.
INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA – IBGE. Pesquisa de Informações básicas municipais: perfil dos municípios brasileiros 2009. Rio de Janeiro: IBGE, 2010a.
INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA – IBGE. Pesquisa de orçamentos familiares 2008-2009: despesas, rendimentos e condições de vida. Rio de Janeiro: IBGE, 2010b.
INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA – IBGE. Pesquisa de orçamentos familiares 2008-2009: microdados. Rio de Janeiro: IBGE, 2011. CD ROM.
INSTITUTO PAULO MONTENEGRO; AÇÃO EDUCATIVA. Relatório INAF 2011: indicador de alfabetismo funcional: principais resultados. São Paulo: IPM, 2012.
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
9
36 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
KOVAČ, M.; SEBART, M. K. Books, reading and book usage in the European Union. Publishing Research Quarterly, v. 22, n. 2, p. 55-63, 2006.
LACROIX, C. Les dépenses de consommation des ménages en biens et services culturels et télécommunications. Culture Chiffres: Pratiques et Publics, 2009.
LÉVY-GARBOUA, L.; MONTMARQUETTE, C. A microeconometric study of theatre demand.
Journal of Cultural Economics, v. 20, n. 1, p. 25–50, 1996.
LOCKHEED, Marlaine. E.; PROKIC-BREUER, Tijana; SHADROVA, Anna. The experience of middle-income countries participating in PISA 2000-2015. Washington, D.C.: PISA, World Bank, Paris: OECD, 2015.
LÓPEZ SINTAS, J.; GARCÍA ÁLVAREZ, E. Research Note: the consumption of cultural products: an analysis of the Spanish social space. Journal of Cultural Economics, v. 26, n. 2, p. 115–138, 2002. MARQUES NETO, J. C. Plano Nacional do Livro e Leitura: Textos e História 2006-2010. São Paulo: Cultura Acadêmica, 2010.
RINGSTAD, V.; LØYLAND, K. The demand for books estimated by means of consumer survey data. Journal of Cultural Economics, v. 30, n. 2, p. 141–155, 2006.
ROSA, F. G. M. G.; ODDONE, N. Políticas públicas para o livro, leitura e biblioteca. Ciência da Informação, Brasília, v. 35, n. 3, p. 183-193, set./dez. 2006.
SILVA, F. B.; ARAÚJO, H. E.; SOUZA, A. L. O consumo cultural das famílias brasileiras. In: SILVEIRA, F. G. et al. (Org.). Gasto e consumo das famílias brasileiras contemporâneas, 2. Brasília: IPEA, 2007. p. 105-142.
THORN, W. International adult literacy and basic skills surveys in the OECD region. Paris: OECD, 2009. (OECD Education Working Papers 26).
TILAK, J. B. G. Building human capital in East Asia: what others can learn. Washington: BIRD, World Bank, 2002. (Stock n. 37166).
VARGAS LLOSA, Mario. La literatura y la vida. In: VARGAS LLOSA, Mario. La verdad de las mentiras. 2. ed. Madrid: Alfaguara, 2002.
KAIZÔ IWAKAMI BELTRÃO
Escola Brasileira de Administração Pública e de Empresas da Fundação Getúlio Vargas – EBAPE/FGV –, Rio de Janeiro, Rio de Janeiro, Brasil
kaizo.beltrao@fgv.br
MILENA PIRACCINI DUCHIADE
Associação Científica – SCIENCE, Rio de Janeiro, Rio de Janeiro, Brasil
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
9
37
ANExO I – COEfICIENTES DOS AjUSTES
– MATERIAL DE LEITURA (TOTAL)
PARÂMETROS COEf. DESVIO pADRãO
IC DE 95% WALD TESTE DE hIpóTESES
INfERIOR SUPERIOR C2 WALD GL p-VALOR
Constante 3,893 0,332941 3,240062 4,545169 136,6933 1 1,41E-31
[COD_SEXO=1] ,930 0,182344 0,572434 1,287208 26,00261 1 3,41E-07
[GR=1] -,650 0,060111 -0,76791 -0,53228 116,9632 1 2,92E-27
[GR=2] -,592 0,050945 -0,69205 -0,49235 135,1237 1 3,1E-31
[GR=3] -,436 0,049404 -0,53255 -0,33889 77,78321 1 1,15E-18
[GR=4] -,382 0,054368 -0,48833 -0,27521 49,30872 1 2,19E-12
IDADE_ANOS -,125 0,02456 -0,1727 -0,07642 25,72193 1 3,94E-07
idade2 ,004 0,000929 0,002231 0,005871 19,03438 1 1,28E-05
idade3 ,000 1,42E-05 -7,4E-05 -1,8E-05 10,28085 1 0,001344
IDADE4 ,000 7,63E-08 5,7E-08 3,56E-07 7,331491 1 0,006776
ANOS_DE_ESTUDO -,098 0,004759 -0,10688 -0,08822 420,1211 1 2,3E-93
quebra12 -,260 0,040905 -0,34031 -0,17996 40,44239 1 2,03E-10
[est=0] ,707 0,03539 0,637375 0,776104 398,7913 1 1,01E-88
[ESTR2=1] -,325 0,056055 -0,43442 -0,21469 33,52278 1 7,04E-09
[ESTR2=2] -,281 0,040971 -0,36098 -0,20038 46,93181 1 7,35E-12
[ESTR2=3] -,241 0,038257 -0,31593 -0,16597 39,66828 1 3,01E-10
[ESC_ch=0] -,013 0,051775 -0,11433 0,088627 0,061603 1 0,80398
[ESC_ch=1] -,058 0,046571 -0,14885 0,033704 1,528285 1 0,21637
[ESC_ch=2] -,072 0,048618 -0,16717 0,023407 2,186032 1 0,139268
[ESC_ch=3] -,070 0,040719 -0,14982 0,009796 2,956262 1 0,085545
[I_59PU_CH=0] ,170 0,047114 0,077504 0,262189 12,99596 1 0,000312
[I_59PR_CH=0] ,691 0,072397 0,54863 0,832419 90,97525 1 1,45E-21
[I_59PU_CO=0] ,179 0,052247 0,076773 0,281576 11,76077 1 0,000605
[I_59PR_CO=0] ,229 0,083146 0,065664 0,391589 7,560913 1 0,005965
[COD_SEXO=1] * IDADE_ANOS -,010 0,001339 -0,01289 -0,00764 58,72009 1 1,82E-14
LN_RENDA -,073 0,03112 -0,13438 -0,01239 5,560811 1 0,018367
IDADE_ANOS * LN_RENDA -,004 0,000721 -0,00544 -0,00261 31,10391 1 2,45E-08
PERFIL DO
S C
ONSUMIDORES DE MA
TERIAL DE LEITURA NO BRA
SIL
9
38 CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
ANExO II – COEfICIENTES DOS AjUSTES – jORNAIS
PARÂMETROS COEf. pADRãODESVIO
IC DE 95% WALD TESTE DE hIpóTESES
INfERIOR SUPERIOR C2 WALD GL p-VALOR
Constante 14,292 1,414781 11,51937 17,06521 102,0529 1 5,5E-24
[COD_SEXO=1] ,458 0,416641 -0,35849 1,274708 1,208953 1 0,271541
[GR=1] -,666 0,116226 -0,89363 -0,43804 32,81895 1 1,01E-08
[GR=2] ,754 0,11896 0,521302 0,987614 40,22277 1 2,27E-10
[GR=3] -,718 0,099701 -0,91316 -0,52234 51,82611 1 6,09E-13
[GR=4] -,493 0,109659 -0,70811 -0,27826 20,22723 1 6,88E-06
IDADE_ANOS -,372 0,073047 -0,51503 -0,22869 25,91545 1 3,57E-07
idade2 ,011 0,002515 0,006283 0,01614 19,87897 1 8,26E-06
idade3 ,000 3,61E-05 -0,00021 -6,5E-05 14,05493 1 0,000178
IDADE4 ,000 1,84E-07 2,68E-07 9,89E-07 11,68956 1 0,000629
ANOS_DE_ESTUDO -,121 0,008674 -0,13769 -0,10368 193,572 1 5,61E-44
[IND_EST=0] -,143 0,046859 -0,23519 -0,05151 9,3585 1 0,00222
[ESTR2=1] -2,300 0,158264 -2,61041 -1,99003 211,2383 1 7,92E-48
[ESTR2=2] -1,695 0,142208 -1,97418 -1,41674 142,1434 1 9,35E-33
[ESTR2=3] -1,021 0,142272 -1,30028 -0,74258 51,54387 1 7,03E-13
[ESC_ch=0] ,186 0,116678 -0,04261 0,414763 2,543355 1 0,110761
[ESC_ch=1] -,106 0,094148 -0,29031 0,078746 1,262381 1 0,261203
[ESC_ch=2] -,245 0,089363 -0,42055 -0,07025 7,540858 1 0,006032
[ESC_ch=3] -,180 0,071065 -0,31908 -0,04051 6,400775 1 0,011408
[I_59PU_CO=0] -,288 0,142684 -0,56751 -0,0082 4,070137 1 0,043649
[COD_SEXO=1] * IDADE_ANOS -,007 0,003083 -0,01276 -0,00067 4,737904 1 0,029506
LN_RENDA -,662 0,294645 -1,23979 -0,0848 5,052491 1 0,024592
LN_RENDA2 ,065 0,018818 0,027869 0,101634 11,84 1 0,00058
IDADE_ANOS * LN_RENDA -,008 0,001632 -0,01081 -0,00441 21,7407 1 3,12E-06
K
aizô Iw
ak
ami Beltrão e Milena Pir
ac
cini Duchiade
CADERNO
S DE PESQUIS
A v
.46 n.
162 p
.914-94
1 out./
de
z. 20
16
93
9
ANExO III – COEfICIENTES DOS AjUSTES – REVISTAS
PARÂMETROS COEf.
DESVIO pADRãO
IC DE 95% WALD TESTE DE hIpóTESES
INfERIOR SUPERIOR C2 WALD GL p-VALOR
Constante 3,958 0,776007 2,436748 5,478638 26,01079 1 3,4E-07
[COD_SEXO=1] 1,304 0,473506 0,376139 2,232248 7,586352 1 0,005882
[GR=1] -,184 0,146882 -0,47141 0,104358 1,561193 1 0,211493
[GR=2] ,086 0,119941 -0,14952 0,320636 0,508831 1 0,475646
[GR=3] -,252 0,108737 -0,46505 -0,03881 5,367836 1 0,020513
[GR=4] -,653 0,114941 -0,87845 -0,42789 32,29247 1 1,33E-08
IDADE_ANOS ,223 0,053467 0,11778 0,327368 17,32892 1 3,15E-05
idade2 -,007 0,001915 -0,01055 -0,00305 12,60611 1 0,000385
idade3 ,000 2,79E-05 4,57E-05 0,000155 12,94531 1 0,000321
IDADE4 ,000 1,42E-07 -7,7E-07 -2,2E-07 12,22122 1 0,000473
ANOS_DE_ESTUDO -,119 0,013014 -0,14477 -0,09376 83,98564 1 5,04E-20
A12 -,019 0,00627 -0,03145 -0,00688 9,341743 1 0,00224
[IND_EST=0] -,143 0,058189 -0,25678 -0,02869 6,017226 1 0,014168
[ESTR2=1] -,507 0,152184 -0,80498 -0,20843 11,08591 1 0,00087
[ESTR2=2] -,403 0,123451 -0,64523 -0,16131 10,67098 1 0,001089
[ESTR2=3] -,408 0,120016 -0,64285 -0,17239 11,53548 1 0,000683
[ESC_ch=0] ,506 0,125072 0,260397 0,750669 16,3373 1 5,3E-05
[ESC_ch=1] ,265 0,09769 0,073326 0,456266 7,347151 1 0,006718
[ESC_ch=2] ,052 0,099706 -0,14385 0,246991 0,267533 1 0,604993
[ESC_ch=3] -,075 0,072771 -0,21734 0,067914 1,054114 1 0,304563
[I_59PR_CH=0] ,503 0,133879 0,241097 0,765893 14,14378 1 0,000169
[I_59PU_CO=0] ,283 0,127079 0,033847 0,531987 4,956461 1 0,025995
[I_59PR_CO=0] ,365 0,146113 0,078524 0,651277 6,23692 1 0,012512
[COD_SEXO=1] * IDADE_ANOS ,031 0,012826 0,006264 0,05654 5,994475 1 0,014352
LN_RENDA -,134 0,073565 -0,27782 0,010553 3,299707 1 0,069294
[COD_SEXO=1] * idade2 ,000 0,000144 -0,0006 -3,9E-05 4,984851 1 0,025572
IDADE_ANOS * LN_RENDA -,007 0,001575 -0,00977 -0,0036 18,01651 1 2,19E-05
